4/00 | 1061 | 16.7505 | 6 | 0.0102 | 9.3784 | 6 | 0.1534 | 3.3999 | 6 | 0.7572

7/00 | 975 | 20.8925 | 6 | 0.0019 | 6.5785 | 6 | 0.3616 | 4.9921 | 6 | 0.5448

10/00 | 917 | 13.0316 | 6 | 0.0425 | 6.6518 | 6 | 0.3543 | 7.1738 | 6 | 0.3051

1/01 | 961 | 7.1116 | 6 | 0.3106 | 4.3657 | 6 | 0.6273 | 6.0309 | 6 | 0.4197

Примітка. G2 - величина відношення правдоподібності; df - число ступенів волі; Sig - рівень значимості, що спостерігається.

Єдиним виключенням виглядають результати січневих опитувань, коли гіпотеза про незалежність, напевно, не може бути відкинута. Але це виключення порозумівається сезонністю динаміки продажів продукції. У січні кожного року опитування реєструють різкий спад ділової активності, і традиційні для іншого року залежності виявляються порушеними. Перевірка гіпотези про незалежність ФЕС одночасно від усіх трьох видів попиту також не підтвердилася. Рівень значимості, що спостерігався, стабільно виявлявся нульовим. Аналогічні результати були отримані і для моделі за участю тільки платоспроможного і бартерного попиту.

На наступному етапі аналізу моделей за участю фактичних змін основних видів попиту С. Цухло в моделі були включені лінійні взаємодії з ФЕС. Таке ускладнення моделі привело до поліпшення якості моделі (див. табл. 3.2).

Таблиця 3.2.

Характеристики логлінійних моделей, що перевіряють
гіпотезу про лінійну залежність ФЕС від змін
платоспроможного, бартерного й інших негрошових видів попиту

Дата | Анкет | Лінійна залежність ФЕС від змін попиту

платоспроможного | бартерного | інших негрошових

G2 | df | Sig | G2 | df | Sig | G2 | df | Sig

4/95 | 308 | 1.7981 | 3 | 0.6153

7/95 | 291 | 0.5637 | 3 | 0.9047

10/95 | 411 | 2.5363 | 3 | 0.4688

7/96 | 654 | 3.9106 | 5 | 0.5624

10/96 | 726 | 6.5099 | 5 | 0.2597

7/97 | 758 | 5.8633 | 5 | 0.3197

10/97 | 879 | 9.5844 | 5 | 0.0879

1/98 | 937 | 6.9908 | 5 | 0.2213

4/98 | 944 | 10.4669 | 5 | 0.0630

10/98 | 951 | 15.0920 | 5 | 0.0100 | 4.3092 | 5 | 0.5058

1/99 | 955 | 4.8688 | 5 | 0.4321 | 5.6724 | 5 | 0.3394

4/99 | 993 | 4.4097 | 5 | 0.4921 | 6.5964 | 5 | 0.2524

7/99 | 1010 | 9.2248 | 5 | 0.1004 | 4.6343 | 5 | 0.4621

10/99 | 1021 | 2.5996 | 5 | 0.7614 | 2.7885 | 5 | 0.7326

1/00 | 1050 | 3.3523 | 5 | 0.6458 | 2.8377 | 5 | 0.7250

4/00 | 1061 | 5.8511 | 5 | 0.3210 | 4.9268 | 5 | 0.4249 | 2.9319 | 5 | 0.7105

7/00 | 975 | 3.7924 | 5 | 0.5797 | 4.7550 | 5 | 0.4465 | 0.8631 | 5 | 0.9728

10/00 | 917 | 5.3409 | 5 | 0.3757 | 6.1970 | 5 | 0.2875 | 7.0460 | 5 | 0.2172

1/01 | 961 | 3.3068 | 5 | 0.6528 | 2.3809 | 5 | 0.7943 | 5.4642 | 5 | 0.3619

Примітка. G2 - величина відношення правдоподібності; df - число ступенів волі; Sig - рівень значимості, що спостерігається.

Для платоспроможного попиту були отримані прийнятні значення рівня значимості. Порівняння двох моделей за участю платоспроможного попиту (із включенням і без включення лінійної взаємодії) підтвердило доцільність такого ускладнення. Приріст величини відносини правдоподібності при зменшенні числа ступенів волі на одиницю виявився істотним. Таким чином, гіпотеза про те, що зміни платоспроможного попиту впливають на реальний стан українських підприємств не може бути відкинута. Для бартерного попиту ускладнення моделі виявилося доцільним лише в одному випадку (квітень 2000 р.), у дев'ятьох випадках додавання лінійної взаємодії змін бартеру і ФЕС виявилося недоцільним, оскільки давало відносно невелике поліпшення якості моделі. Аналогічна ситуація склалася з вексельними і заліковими схемами реалізації. Їхня взаємодія з ФЕС виявлялася необхідною тільки в одному випадку.

Коефіцієнти лінійних взаємодій моделей підтверджують висновки, отримані при аналізі якості моделей (табл. 3.3).

Таблиця 3.3.

Оцінки впливу змін трьох видів попиту на ФЕС
у моделях, що включають вплив зазначених факторів окремо

Дата | платоспроможний попит | бартерний попит | векселі і заліки

SE | SE | SE

1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7

4/95 | 0.5145 | 0.1842

7/95 | 0.7423 | 0.1918

10/95 | 0.7345 | 0.1608

4/96 | 0.3263 | 0.0877

7/96 | 0.5483 | 0.0976

10/96 | 0.3126 | 0.0801

1/97 | 0.1869 | 0.0862

4/97 | 0.4449 | 0.0820

7/97 | 0.4377 | 0.0839

10/97 | 0.5157 | 0.0786

1/98 | 0.1560 | 0.0757

4/98 | 0.2427 | 0.0731

7/98 | 0.3634 | 0.0742

10/98 | 0.3713 | 0.0630 | 0.0450 | 0.0705

1/99 | 0.2265 | 0.0674 | -0.0775 | 0.0835

4/99 | 0.4056 | 0.0690 | 0.0089 | 0.0708

7/99 | 0.2315 | 0.0703 | -0.0928 | 0.0827

Продовження табл.. 3.3

1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7

10/99 | 0.2566 | 0.0755 | -0.1640 | 0.0861

1/00 | 0.1339 | 0.0749 | -0.1312 | 0.0929

4/00 | 0.2536 | 0.0774 | -0.1927 | 0.0917 | -0.0730 | 0.1068

7/00 | 0.3451 | 0.0845 | -0.1334 | 0.0990 | -0.2382 | 0.1180

10/00 |